張持晨,李欣茹,石磊

(1 南方醫(yī)科大學 衛(wèi)生管理學院,廣東 廣州 510515;2 南方醫(yī)科大學 衛(wèi)生與健康管理研究院,廣東 廣州 510515)

1 引言

第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示,2020年我國65歲及以上人口比重達到13.50%(國家統(tǒng)計局,2021),我國即將進入深度老齡化時代。壽命的延長往往導致老年人口疾病期或失能期的擴展(喬曉春,2009),且老年人群的弱勢地位導致他們有更高的患病尤其是患慢性非傳染性疾病(以下簡稱“慢性病”)的風險?；加新圆〉睦夏耆硕啻嬖谌胨щy、淺眠甚至失眠等狀態(tài)(Gulia &Kumar,2018)。一項研究發(fā)現(xiàn),患慢性病老年人睡眠障礙的患病率(50.8%)比未患慢性病老年人的睡眠障礙患病率(34.3%)高16.5%(王振杰等,2022)。由睡眠時間碎片化引起的睡眠障礙一直是老年人健康的一大威脅,且睡眠問題在患有慢性病尤其是多重慢病(1)多重慢病是指同一患者同時存在兩種或兩種以上慢性病的狀態(tài)。的老年人群體上體現(xiàn)更甚。相比于單一慢性病患者,多重慢病老年人的生活質量更低,致殘率和病死率更高,不僅加快了醫(yī)療衛(wèi)生資源的消耗,還給老年人家庭和社會帶來了沉重的經濟負擔(葛延風等,2020)。

作為一種將長期存在并不斷演化的人口現(xiàn)象,人口老齡化兼有現(xiàn)實性與建構性,我們唯有對其適應、可能延緩其發(fā)展態(tài)勢卻無法逆轉(胡湛等,2022)。當前,我國人口老齡化程度不斷加深的現(xiàn)實與老年人多重慢病患病率居高不下的現(xiàn)狀倒逼我們亟需關注多重慢病老年群體(楊娟等,2021)。在全球積極應對人口老齡化背景下,如何保障多重慢病老年人的晚年健康與生命質量已成為當前的研究熱點(楊娟等,2021;薛本立等,2021;原溫佩等,2021;鮑欣雨等,2019)。以往研究指出,睡眠時間會影響多重慢病老年人的健康。睡眠不足與老年人多重慢病患病率密切相關(薛本立等,2021),而多重慢病與失眠癥的發(fā)病率也具有相關性,多重慢病所含的慢性病數(shù)量越多,越容易產生失眠癥狀(鄢文靜,2021)。然而,目前研究以多重慢病老年人患病現(xiàn)狀及其影響因素居多,鮮有學者關注睡眠時間與多重慢病老年人健康之間的雙向關系及作用機制。

基于上述分析,為拓展關于睡眠時間對多重慢病老年人健康影響的研究以及挖掘可行的保護因素,本文利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(China Health and Retirement Longitudinal Survey,CHARLS)2015年和2018年兩期縱向數(shù)據(jù),將睡眠時間、午睡行為與老年健康納入同一研究框架,在實證檢驗多重慢病老年人睡眠時間與健康的因果路徑基礎上,探討不同的午睡行為是否對二者的雙向關系起到調節(jié)作用,從而為我國多重慢病老年人精準健康管理提供新的視角與思路。

2 文獻綜述與研究假設

2.1 睡眠時間與健康之間的關系

睡眠質量一直是衡量老年人健康狀況與幸福的重要指標之一。睡眠時間作為睡眠質量的重要組成部分,不僅是人們可以自由選擇的一種生活習慣,還可能受到生理、心理和其他社會因素的影響(Cai et al.,2015),并反作用于眾多健康結局指標。在全生命周期的每個階段,與之相適應的睡眠時間閾值范圍各不相同(Hirshkowitz et al.,2015)。對于老年人來說,夜間睡眠時間不足或過長,都與其健康結局存在一定的關聯(lián)。當認知正常的老年人睡眠小于7h時,睡眠時間和多數(shù)關鍵認知功能腦區(qū)體積呈正相關,由此可知,老年人睡眠不足可能與腦區(qū)神經退行性改變的發(fā)生有關(袁夢雅等,2021)。反之,睡眠時間長并不意味著一定對健康有益。有研究表明,睡眠時間越長,患心血管疾病和糖尿病的死亡率就越高(Cai et al.,2015),當老年人夜間睡眠時間超過10小時會出現(xiàn)自評健康狀況較差的現(xiàn)象(劉艷等,2020)。另外,也有學者提出了相反的研究觀點,發(fā)現(xiàn)睡眠時間過長并不總是對老年人健康起到負面影響,更長的睡眠時間是老年人多重慢病患病的保護因素(郭小榕,2019)。

睡眠時間與健康結局存在相關關系,健康狀況也會對睡眠時間產生影響。慢性病,尤其是以高血壓或心血管疾病為組合的多重慢病嚴重影響了老年人的睡眠質量?；加卸嘀芈〉睦夏耆擞捎诼圆±鄯e而來的健康劣勢,極易引發(fā)頭痛、頭暈、胸悶氣短等常見癥狀(劉玉珍等,2017),生理上的不適又加劇了其心理上焦慮、抑郁等情緒的產生,進一步影響了其健康狀況。反映在睡眠上則為睡眠時間的紊亂和睡眠質量的下降。大量的橫斷面研究證實了睡眠時間與健康的相關關系,并且已有縱向研究發(fā)現(xiàn)某一特定的健康結局指標,如肥胖(Garfield et al.,2017)、心理健康(Sun et al.,2018)、虛弱(Nemoto et al.,2021)等均分別與睡眠時間存在雙向關系。基于此,本文提出:

研究假設1:睡眠時間與健康存在雙向關系,即睡眠時間能影響健康,健康也會影響睡眠時間。

2.2 午睡行為在睡眠時間與健康之間的調節(jié)作用

作為一種傳統(tǒng)的文化習俗,午睡在中國非常普遍,尤其是對于老年人來說,午睡被當作一種健康的生活方式(Cao et al.,2014 ;Cai et al.,2016)。老年人的午睡時間和頻率均會隨著年齡的增長而呈現(xiàn)上升趨勢(Li et al.,2022)。已有研究證明適當?shù)奈缢欣诖龠M健康、提高認知功能和警覺性、降低心腦血管疾病等不良健康結局發(fā)生的風險(Cai et al.,2016;Janna &Rebecca,2017)。午睡對健康的影響不僅體現(xiàn)在午睡行為對健康的主效應中,也體現(xiàn)在午睡行為有助于緩解穩(wěn)態(tài)睡眠壓力對健康的損害(Janna &Rebecca,2017)。一項研究表明,對于基線調查時患有抑郁癥狀的人來說,較長的午睡時間與其持續(xù)存在抑郁癥狀的風險較低有關(Li et al.,2017)。然而,國外有研究發(fā)現(xiàn)午睡會對夜間睡眠產生影響,并且與很多慢性病的發(fā)病和死亡有關,如午睡時間越長,血壓水平越高,患高血壓的風險越高(Cao et al.,2014),并且額外的睡眠時間可能會給老年受試者帶來死亡風險(Michael et al.,1999)。

以往數(shù)十年的研究已經證實了午睡行為對于健康的影響,但是這種影響是正向還是負向一直存在爭議。加之多重慢病老年人的不同慢性病組合往往都與高血壓、動脈粥樣硬化或風濕性、類風濕性關節(jié)炎相關(Zhang et al.,2021),由于其自身健康損耗不斷積聚,使他們相比于無慢性病或患單一慢性病的老年人更易受到午睡行為的影響。如患有風濕性或類風濕性關節(jié)炎的多重慢病患者,夜晚更易受到睡眠問題的困擾(石磊等,2018;徐源等,2015),這又致使他們在白天以午睡方式來緩解由于失眠或夜間睡眠不足所造成的頭痛等問題?；谝陨涎芯?不同于以往探討午睡行為對健康影響機制或路徑的研究,本文的研究對象聚焦于多重慢病老年人這一群體,來探討午睡行為是否在睡眠時間與健康之間存在調節(jié)作用。因此,本文提出:

研究假設2:恰當?shù)奈缢袨橛兄诰徑庖蛩邥r間不足或過長對多重慢病老年人健康造成的負面影響。

2.3 以往研究的局限

已有的研究為理解睡眠時間與老年人健康的關系提供了較為扎實的研究基礎,但對于我國多重慢病老年人所處的健康劣勢地位來說,該領域亟待完善與拓展。

其一,研究對象特征的特異性不足。由于多重慢病老年人比健康成年人、無慢性病或患單一慢性病老年人的身體素質有較大的不同,多種慢性病的累積與疊加效應可能使得他們對于健康行為因素更敏感,而當前關于睡眠時間與健康研究的受試對象多聚焦于患有單一慢性病的45歲及以上中老年人、60歲及以上老年人等(Wang et al.,2019;Zhou et al.,2021),因此,以往的研究結論對于多重慢病老年人的適用性可能存在較大的偏頗。

其二,因果關系機制難以信服。睡眠時間與健康的結局都具有歷時性(溫忠麟,2017),即我們假定睡眠時間與健康具有因果關聯(lián),那么此時這種因果需要經歷時間才能夠顯現(xiàn),而以往研究較多使用橫截面的數(shù)據(jù),該類型數(shù)據(jù)忽略了睡眠時間和健康兩者之間相互作用的歷時性,因此,橫截面數(shù)據(jù)分析得出的結論對于探討二者之間的因果關聯(lián)具有一定的偏倚。

其三,健康衡量指標較為片面。WHO將健康定義為不僅僅是沒有疾病,而是生理、心理和社會的完好狀態(tài)。前人的研究大多局限于健康結局的某一指標,這雖然從一定程度上將研究的因變量更加聚焦,但健康是一個綜合而全面的概念,不是一成不變或某一方面的狀態(tài),它是涵蓋了身心方面及社會狀態(tài)的綜合結局。

其四,可及性保護因素研究不足。以往的研究對于探求睡眠問題的保護性因素有諸多發(fā)現(xiàn)。性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、飲酒情況及抑郁均會對睡眠質量產生影響(蔡圓等,2020)。但當前研究對于具有可及性的保護因素的研究卻有所欠缺。在精準高效的慢性病健康管理方案中,只有當保護因素具備可及性時,干預方式才能被受試對象樂于接受,反之,將事倍功半。

綜上所述,本文聚焦于多重慢病老年人群體,選取縱向數(shù)據(jù)分析,可以在一定程度上避免因時間而造成的歷時性因果偏差,所得的因果關系結論更加有說服力。此外,本研究對于健康衡量的結局指標也作了更為全面的界定,不同于以往使用自評健康或單一健康結局變量來對健康概念化,本文使用了虛弱指數(shù)來定義健康,包含了生理、心理與社會三個維度,更為全面地對健康進行了補充,并兼顧午睡行為這一可及性保護因素。

3 數(shù)據(jù)、變量與方法

3.1 數(shù)據(jù)

3.2 變量說明及描述

因變量使用2015年與2018年虛弱指數(shù)來綜合衡量多重慢病老年人的健康狀況。虛弱指數(shù)是通過確定個體健康缺失累積的比重,進而全面衡量健康狀況的一種方法(曾憲新,2010),所包含的變量一般為30-70個,取值在0-1.0之間,得分總分越高,代表健康狀況越差(陳英姿、孫偉,2020)。本研究構建的虛弱指數(shù)共分為8個部分,包括自評健康、自評記憶、滿意度、殘疾、日常生活能力、工具性日常生活自理能力、抑郁程度及社交情況,共計30個指標。其中,自評健康、自評記憶、生活滿意和健康滿意均為5分類變量,按選項由低到高分別定義為0.2、0.4、0.6、0.8和1.0分;抑郁自評量表(CESD)通過詢問多重慢病老年人近一周的生活和心理狀況來測量其抑郁程度,答案為“小于1天、1-2天、3-4天、5-7天”,分別定義為0.25、0.5、0.75和1.0分,其中,“是否快樂”和“是否對未來充滿希望”為反向計分題項,兩個題項答案定義與其余題項的相反;無社交定義為1,有社交定義為0,其余模塊的問題均按照有困難定義為1,沒有困難定義為0。虛弱指數(shù)總分為各條目分數(shù)相加。

自變量為睡眠時間,特指夜間睡眠時長(小時)。由于CHARLS調查問卷中關于睡眠質量的題項(我的睡眠不好)包含于抑郁量表中,而抑郁量表是本研究構建虛弱指數(shù)的一個重要組成部分,所以,為避免多重共線性,本文的關鍵自變量只考慮睡眠時間。

調節(jié)變量為午睡行為,由問卷中“過去一個月內,您通常午睡多長時間?”測量得到?？紤]到當前午睡對健康的影響存在爭論(Janna &Rebecca,2017),即老年人既可能由于午睡而維持或獲得健康,如提高免疫力(Faraut et al.,2010),也可能因為午睡時間過長而損害健康,如增加患心血管疾病的風險或提高患癡呆的風險(Wang et al.,2019;Li et al.,2022),所以,本文進一步將午睡時間劃分為五類:t=0min、0min

參考以往關于睡眠與健康的文獻(薛本立等,2021;朱令圓等,2020;胡榮等,2015),本研究將婚姻狀態(tài)、居住地類型、受教育水平、吸煙、喝酒、聽力作為控制變量納入交叉滯后模型與分組回歸模型中,并且調節(jié)變量只納入2015年的狀態(tài)。具體變量操作化及統(tǒng)計描述見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(均值/%)

3.3 方法

首先,使用SPSS 23.0,采用Harman單因子檢驗法進行共同方法偏差檢驗;計算關鍵變量的均值或百分比進行描述統(tǒng)計;相關性分析采用Spearman相關性檢驗。然后,使用Mplus8.0統(tǒng)計軟件建立結構方程模型,對T1和T2階段測量的睡眠時間和健康狀況進行交叉滯后分析。在結構方程模型中,健康狀況用虛弱指數(shù)來表示,虛弱指數(shù)分值越高,則健康狀況越差。最后,以午睡行為為調節(jié)變量,運用分組回歸模型,檢驗午睡行為是否對睡眠時間的穩(wěn)定性和交叉滯后路徑存在調節(jié)效應。

4 結果

4.1 共同方法偏差的控制

Harman 單因子檢驗結果表明:2015、2018年兩次測量特征值大于1的因子總數(shù)均為6個,第一個因子解釋的變異量分別為23.129%、23.097%,均小于40%的臨界標準,可以判定兩次測量均不存在嚴重的共同方法偏差。

4.2 描述統(tǒng)計及相關性分析

經正態(tài)性檢驗后,自變量睡眠時間與因變量虛弱指數(shù)均為偏態(tài)分布,因此,對自變量與因變量做Spearman相關性檢驗,結果見表2。兩次測量的睡眠時間和虛弱指數(shù)兩兩之間均顯著相關,相關系數(shù)絕對值在0.204～0.670之間。其中,T1睡眠時間和T2睡眠時間、T1虛弱指數(shù)和T2虛弱指數(shù)的相關系數(shù)均大于0.300,說明多重慢病老年人的睡眠時間和虛弱指數(shù)存在一定的跨年穩(wěn)定性。

表2 睡眠時間和虛弱指數(shù)描述統(tǒng)計及相關分析

4.3 交叉滯后模型分析結果

構建結構方程模型,對T1、T2階段的睡眠時間和虛弱指數(shù)進行交叉滯后分析,模型中各非標準化路徑系數(shù)如圖1所示。在加入控制變量后(各控制變量的路徑均未在模型中呈現(xiàn)),睡眠時間和虛弱指數(shù)的自回歸系數(shù)均顯著(βa=0.460、βb=0.653,P<0.010),模型各項指標擬合良好,說明睡眠時間和虛弱指數(shù)存在較強的穩(wěn)定性(詳見表3模型一)。T1睡眠時間顯著負向預測T2虛弱指數(shù)(β1=-0.091,P<0.050),同時,T1虛弱指數(shù)也顯著負向預測T2睡眠時間(β2=-0.033,P<0.010)。

圖1 睡眠與虛弱指數(shù)之間關系的交叉滯后模型注:*P<0.050,** P<0.010

表3 模型適配檢驗

需要說明的是,即便在本研究中結構方程模型的適配度良好(詳見表3),但是由于交叉滯后模型中T1階段、T2階段的睡眠時間和虛弱指數(shù)具有相關性,因此,T2睡眠時間和T2虛弱指數(shù)均構成了混雜因素,分別對T1睡眠時間→T2虛弱指數(shù)和T1虛弱指數(shù)→T2睡眠時間造成了一定的影響。在圖2(a)中,T1睡眠時間對T2睡眠時間產生影響,而T2虛弱指數(shù)對T2睡眠時間也產生影響,此時,T2睡眠時間為沖撞變量。同理,圖2(b)中T2虛弱指數(shù)也構成了沖撞變量。調整沖撞變量則引發(fā)沖撞分層偏倚,即產生選擇偏倚(鄭英杰、趙耐青,2017;劉子言等,2019)。因此,本研究未將T2睡眠時間和T2虛弱指數(shù)進行控制。為了控制潛在混雜因素對交叉滯后模型造成的偏倚,本研究進一步對模型的性能進行檢驗。有研究表明,當設置兩變量的自相關系數(shù)不等(即變量的時間穩(wěn)定性不同)時,隨著兩變量自相關系數(shù)差值的增加,模型的估計基本不受影響。模型估計偏倚的絕對值在0.002～0.007之間,標準誤及均方誤差分別穩(wěn)定在0.03及0.001左右,說明兩變量時間穩(wěn)定性的差異對模型的影響不大(于文浩等,2022)。因此,本研究將T1睡眠時間和T2睡眠時間與T1虛弱指數(shù)和T2虛弱指數(shù)的自相關系數(shù)作差后,差值絕對值為0.172,大于0.007。故此,可認為本研究的交叉滯后模型具有較好的性能。

圖2 睡眠時間與虛弱指數(shù)有向無環(huán)圖的沖撞點示意圖

4.4 午睡行為的調節(jié)作用

將5分類午睡行為納入結構方程模型中,對多重慢病老年人睡眠時間與虛弱指數(shù)進行分組回歸,模型擬合度良好,詳見表3模型二,非標準化結果見表4。當午睡時間為t=0min時,T1階段的睡眠時間顯著負向預測T2階段的虛弱指數(shù)(β=-0.175,P<0.050);當午睡時間60min≤t<90min時,T1階段的虛弱指數(shù)顯著負向預測T2階段的睡眠時間(β=-0.105,P<0.010);其余路徑系數(shù)均不顯著。將5分類午睡行為的T1睡眠時間→T2虛弱指數(shù)路徑依次設置為a、b、c、d、e,T1虛弱指數(shù)→T2睡眠時間路徑依次設置為A、B、C、D、E分別進行差異性檢驗,結果見表5,顯示T1睡眠時間→T2虛弱指數(shù)5個路徑差異性不顯著(P>0.050),T1虛弱指數(shù)→T2睡眠時間5個路徑差異性顯著(P<0.050)。

表4 午睡行為5分類分組回歸調節(jié)效應檢驗

表5 五分類午睡行為睡眠時間和虛弱指數(shù)路徑系數(shù)差異性檢驗

T1虛弱指數(shù)→T2睡眠時間5個路徑差異性顯著,但由于T1階段的虛弱指數(shù)在午睡時間為t=0min、0min

圖3 午睡時間為60min≤t<90min時睡眠與虛弱指數(shù)之間關系的交叉滯后模型注:*P<0.050,** P<0.010

表6 午睡行為3分類分組回歸調節(jié)效應檢驗

5 研究結論及政策啟示

本文通過對1536位多重慢病老年人進行兩期的追蹤數(shù)據(jù)研究,考察了睡眠時間與健康的雙向關系,同時,也探究了午睡行為在睡眠時間與健康之間的調節(jié)作用。研究結果表明,睡眠時間與健康之間存在雙向關系,且午睡行為在T1虛弱指數(shù)→T2睡眠時間路徑起到調節(jié)作用。

本研究發(fā)現(xiàn):第一,多重慢病老年人睡眠時間與健康狀況之間呈顯著正相關關系,并且存在跨時間的穩(wěn)定性,這與以往的研究一致(劉艷等,2020)。第二,睡眠時間與健康之間雙向關系的強度不相一致。與T1階段虛弱指數(shù)預測T2階段睡眠時間(|β2|=0.033)相比,T1階段睡眠時間對T2階段虛弱指數(shù)的預測(|β1|=0.091)作用更大。這可能是由于睡眠時間可以顯著影響健康狀況,但是健康結局的變化對于睡眠時間的影響卻具有發(fā)散性。該結果對于改善多重慢病老年人睡眠質量與健康狀況具有一定啟示。當多重慢病老年人存在睡眠問題,即睡眠不足或過長而影響睡眠質量時,除了直接采取措施,如向醫(yī)生尋求專業(yè)建議以外,也可通過其他途徑改善健康狀況來間接提高睡眠質量。當二者處于良性循環(huán)時,睡眠質量和健康狀況均會有顯著提升。因此,在進行慢性病健康管理時,厘清睡眠時間與健康的雙向非對等關系至關重要。第三,午睡行為的調節(jié)作用存在于T1虛弱指數(shù)→T2睡眠時間這一路徑,這也印證了午睡行為可以緩解穩(wěn)態(tài)睡眠壓力對健康造成的負面影響。研究發(fā)現(xiàn),將午睡行為5分類合并3分類后,在午睡時間為60-90min組中,T1階段的健康狀況顯著正向預測T2階段睡眠時間。這與以往研究結論存在一定的差異。午睡是除單相睡眠外,雙相和多相睡眠模式中整體睡眠的有效組成部分之一(廖鵬等,2018),一個完整的睡眠周期平均持續(xù)90分鐘左右(MORIN &ESPIE,2012)。午睡時間為60-90min大約可以完成一個睡眠周期,而0-60min或大于90min,則較難形成完整的睡眠周期。所以,相較于其他午睡行為,午睡時間為60-90min時更能調節(jié)因睡眠時間問題對多重慢病老年人健康產生的不良影響。這與以往提倡午睡半小時為宜存在較大差異,可能是因為多重慢病老年人與非多重慢病且生活自理的老年人的健康狀況有較大的不同,多重慢病老年人由于多種慢性病隨時間累積的健康劣勢更容易遭受疼痛、睡眠質量差等問題。因此,患有多重慢病的老年人更加需要午睡來調節(jié)由于夜間睡眠問題而導致的健康狀況低下。

在實踐層面,基于上述研究結論,本文得出如下政策啟示:

(1)實施老年精準慢性病健康管理是積極應對人口老齡化,推進中國式現(xiàn)代化的應有之義。

中國式現(xiàn)代化是人口規(guī)模巨大的現(xiàn)代化,穩(wěn)定和健康的人口基礎是國家發(fā)展的必要根基(原新、金牛,2021)。目前,我國正處于健康轉變的第三階段,即退化和人為疾病期,這一時期慢性病問題是積極應對人口老齡化,推進中國式現(xiàn)代化的重要挑戰(zhàn)(夏翠翠、李建新,2018)。黨的二十大報告中指出,“堅持預防為主,加強重大慢性病健康管理,提高基層防病治病和健康管理能力”(習近平,2022)。但遺憾的是,迄今,基層對于慢性病患者尤其是多重慢病老年人的健康管理服務模式還在摸索階段。當前,礙于基層衛(wèi)生人力資源緊缺、財政經費緊張,可能疏于對慢性病患者進行管理,往往是社區(qū)衛(wèi)生服務中心全員參與,以“一對多”,即一名醫(yī)務人員管理幾十到幾百不等的慢性病患者的方式進行。這種方式雖然看似節(jié)約了人力資源,但不考量慢性病數(shù)目、疾病嚴重程度的粗略式管理模式,極易造成單一慢性病向多重慢病發(fā)展,多重慢病病情加重的局面。而慢性非傳染性疾病不同于急性傳染性疾病,需終日“以藥為伍”,無論是慢性病數(shù)目的增多還是程度的加深,最終都將導致老年人健康不平等的加重。長此以往,粗略式慢性病管理模式非但沒有節(jié)省衛(wèi)生資源,從某種意義上來說,還加重了老年人疾病負擔,間接增加了衛(wèi)生費用和造成了衛(wèi)生資源的浪費。當前,世界正面臨百年未有之大變局,我國政府始終秉持“人民至上,生命至上,健康第一”的原則,對公共衛(wèi)生費用進行“開源節(jié)流”亦是時代發(fā)展的重要議題之一。在此背景下,如何找到可及性的慢性病健康管理干預措施顯得尤為重要。

正是基于這種思路,本研究可為探索精準慢性病健康管理模式提供新的視角:①老年人群是空巢老人、失能老年人、多重慢病老年人等多類60歲及以上群體的統(tǒng)稱。因此,對于多重慢病老年人群體,以往以通用視角得出的研究結論可能存在一定的偏差,若不加以修正這些偏差,可能會造成健康管理方案實施效果的衰減。②午睡行為是最省錢、省心、省力的干預方式之一,并且很少會讓老年人內心產生抵觸情緒。健康管理者可根據(jù)多重慢病老年人的睡眠時間與健康狀況及疾病的嚴重程度將適合于管理對象的午睡行為納入健康管理方案中。

(2)維系并增進老年健康資本是挖掘長壽紅利及實現(xiàn)“老有所為”的首要前提。

盡管處于生命周期末端的老年人經濟儲蓄、勞動經驗、人生閱歷及社會支持等晶體智力均臻于頂峰(H &A,1998;朱薈,2022),蘊藏著巨大的長壽紅利,可為推進中國式現(xiàn)代化貢獻老年人力資本,實現(xiàn)“老有所為”。然而,“健康是1,其他是0”,只有不斷維系并增進老年健康資本才能最大限度地激發(fā)長壽紅利潛力。Grossman(1972)首次提出的健康需求模型將健康資本視為投資品,認為健康是一種耐久資本,每個人在出生時都通過遺傳獲得一定的初始健康存量,健康存量隨著年齡的增長而不斷地折舊。生命周期理論指出,健康維護即保持健康正常折舊率或延緩健康折舊速度對生命歷程后端的老年人來說至關重要。基于Grossman模型,健康影響因素既包括生物遺傳因素,又包括社會、經濟、文化、醫(yī)療衛(wèi)生保健等諸多因素。相關影響因素可以被凝練概括為:生物遺傳因素、個體行為生活方式、健康服務因素和環(huán)境因素(Zheng et al.,2020)。通過生活和行為方式轉變所產生的健康投資便是未來老年健康人力資本的直接來源(陳功,2021;李連友、李磊,2020)。睡眠作為人類的本能行為其所占時間約為個人壽命的三分之一。在晝夜交替中,良好的睡眠不僅可以消除疲勞和提高記憶力,還可以調節(jié)身體功能,延緩健康折舊速度,從而使個體保持旺盛的生命力(Bj?rn &Jan,2013)。因此,在維系并增進老年健康資本方面,一是應加快建設老年友好型社區(qū),充分發(fā)揮老年人的自我效能。良好的社區(qū)老年健康文化氛圍有助于促進健康行為生活方式的養(yǎng)成。從“要我健康”到“我要健康”,“要我有為”到“我要有為”的轉變,老年人的自我效能在其中發(fā)揮了不可替代的作用。二是應不斷探索“可及性強”的健康行為生活方式,在健康良性循環(huán)中積累健康資本。在本研究中,對于多重慢病老年人而言,首先,在治療睡眠障礙的同時通過其他途徑來提高健康狀況。睡眠不足或嗜睡是世界上大多數(shù)人都會存在的現(xiàn)象,當短時間內克服不了睡眠問題時,逐漸發(fā)展為睡眠障礙,會對個體工作與生活造成嚴重影響。其次,根據(jù)多重慢病老年人的疾病嚴重程度與夜晚睡眠時間將恰當?shù)奈缢袨榧{入健康管理方案。在本研究中,每天午睡60-90min,可在一定程度上促進多重慢病老年人自覺形成睡眠時間與健康的良性循環(huán)。

本研究也存在一定不足。本文所使用數(shù)據(jù)并未納入慢性病疾病的嚴重程度,研究對象只考慮了慢性病數(shù)量的分類標準,缺乏在不同慢性病疾病嚴重程度下對多重慢病老年人睡眠與健康的因果機制進一步剖析。此外,本研究以連續(xù)型睡眠時間為自變量進行交叉滯后分析,得出在一定范圍內睡眠時間與健康為雙向關系。亦有研究表明,睡眠時長與自評健康存在“U”型相關關系(劉艷等,2020),因此,在今后的研究中,也需要將睡眠時間進一步分類,探究不同維度睡眠時間與健康的關系以及午睡行為在其中所扮演的角色。